人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資的影響分析

朱世友，楊喜，董祥鳳

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233000)

伴隨著 “走出去”戰(zhàn)略的全面實(shí)施，對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資(OFDI)提出了更高的要求，也帶動(dòng)了我國(guó)對(duì)外直接投資的迅猛發(fā)展。2013年國(guó)家主席習(xí)近平提出的“一帶一路”戰(zhàn)略思想，開啟了我國(guó)對(duì)外直接投資新構(gòu)想，且對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的對(duì)外直接投資大幅度提高。因此，對(duì)外直接投資在“一帶一路”戰(zhàn)略的實(shí)施中進(jìn)入了一個(gè)新的發(fā)展階段。

在“一帶一路”戰(zhàn)略實(shí)施過(guò)程中，伴隨著人民幣國(guó)際化進(jìn)程的加快，我國(guó)對(duì)外直接投資的國(guó)際國(guó)內(nèi)環(huán)境發(fā)生了重大變化。在有管理的浮動(dòng)匯率制度的背景下，人民幣匯率波動(dòng)相對(duì)劇烈，人民幣匯率的變動(dòng)必然影響到對(duì)外直接投資，研究?jī)烧咧g的關(guān)系，對(duì)于我國(guó)對(duì)外直接投資有重要意義。

依照國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，一般把匯率變動(dòng)分為匯率水平的變化(匯率的升值和貶值)和匯率波動(dòng)的變化(匯率較大幅度或較小幅度的波動(dòng))。分析近年來(lái)相關(guān)文獻(xiàn)不難發(fā)現(xiàn)，大部分文獻(xiàn)都通過(guò)這2個(gè)角度進(jìn)行研究。一是人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)OFDI的影響。如張誼浩[1]分析了不同區(qū)間人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)OFDI的影響效應(yīng)。長(zhǎng)期來(lái)看，人民幣匯率變動(dòng)與外商直接投資存在顯著的協(xié)整關(guān)系；但從短期來(lái)看，兩者相關(guān)性很低。后來(lái)馬翔[2]、陳俊聰?shù)萚3]、劉人敬[4]研究了人民幣匯率變動(dòng)與OFDI變動(dòng)之間的關(guān)系，指出兩者互為格蘭杰因果，具有顯著的影響和長(zhǎng)期關(guān)系。人民幣匯率無(wú)論是匯率水平變化還是匯率波動(dòng)都會(huì)對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資產(chǎn)生影響。Lily等[5]、Almukhtar等[6]和李小萌等[7]利用面板數(shù)據(jù)模型研究東盟十國(guó)的外商直接投資的大量增加能否降低匯率波動(dòng)，研究發(fā)現(xiàn)外商直接投資增加會(huì)降低中國(guó)、印度、馬來(lái)西亞和韓國(guó)的匯率波動(dòng)，但會(huì)增加印尼、菲律賓、泰國(guó)的匯率波動(dòng)。二是從貿(mào)易技術(shù)和R&D方面分析了對(duì)外直接投資的作用。陳愉瑜[8]和張海波[9]對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的貿(mào)易技術(shù)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)貨物貿(mào)易技術(shù)結(jié)構(gòu)有積極影響，它能夠提升母國(guó)的貿(mào)易技術(shù)含量，證實(shí)了中國(guó)企業(yè)海外直接投資能夠加快新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)出口貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)再升級(jí)。Lichtenberg等[10]以1971～1990年間美國(guó)、日本和德國(guó)等13個(gè)國(guó)家為樣本，對(duì)進(jìn)口、利用外資與對(duì)外投資3種途徑所導(dǎo)致的國(guó)外R&D外溢效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明匯率波動(dòng)幅度加大，對(duì)外直接投資會(huì)從東道國(guó)撤出。Rangkakulnuwat等[11]對(duì)東盟十三國(guó)的進(jìn)口、利用外資與對(duì)外投資3種途徑所導(dǎo)致的國(guó)外R&D外溢效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，證實(shí)貨幣升值會(huì)增加外商的直接投資。Goldberg等[12]研究了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體對(duì)發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的對(duì)外直接投資行為，發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資通過(guò)促進(jìn)中間產(chǎn)品出口的方式，優(yōu)化了出口貿(mào)易技術(shù)結(jié)構(gòu)。胡兵等[13]基于跨國(guó)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析得出，人民幣升值可以通過(guò)國(guó)內(nèi)企業(yè)財(cái)富的增加以及外國(guó)投資成本降低的途徑來(lái)帶動(dòng)OFDI。汪發(fā)元等[14]采用長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11省市2001～2016年數(shù)據(jù),應(yīng)用時(shí)空模型分析科技創(chuàng)新、金融發(fā)展對(duì)出口貿(mào)易技術(shù)水平的影響，發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域內(nèi)固定資本投入效果減弱,外商投資企業(yè)作用增強(qiáng),金融發(fā)展具有調(diào)節(jié)高科技產(chǎn)品外貿(mào)依存度的重要作用。

縱觀國(guó)外學(xué)者對(duì)于OFDI研究，主要針對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家，對(duì)于發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外直接投資研究較少，研究重點(diǎn)在ODFI對(duì)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生何種影響，而對(duì)“一帶一路”戰(zhàn)略下匯率和對(duì)外直接投資的聯(lián)動(dòng)關(guān)系的研究較少。本研究基于“一帶一路”的發(fā)展戰(zhàn)略，針對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資發(fā)展現(xiàn)狀，分析人民幣匯率變動(dòng)對(duì)ODFI的影響，并提出相應(yīng)的政策建議。

1 模型構(gòu)建

基于我國(guó)1994～2016年相關(guān)數(shù)據(jù)，建立一個(gè)包含人民幣實(shí)際有效匯率(REER)、人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率(VE)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和對(duì)外直接投資(OFDI)的向量自回歸模型(VAR)，分析人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)與對(duì)外直接投資的動(dòng)態(tài)關(guān)系。本研究基于VAR模型估計(jì)全部?jī)?nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系，VAR(p)表達(dá)式為：

Yt=c+A1·(yt-1)+A2·(yt-2)+…+Ap·(yt-p)+et

(1)

式中，c是n×1常數(shù)向量；Ai是n×n矩陣；et是n×1誤差向量。

據(jù)此建立研究模型如下：

lnOFDIt=β0+β1·lnREER+β2·lnVE+β3·lnGDP

(2)

為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對(duì)變量采取了對(duì)數(shù)處理，其中l(wèi)nOFDI表示被解釋變量；lnREER、lnVE、lnGDP表示解釋變量；βi表示參數(shù)估計(jì)值。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

選取1994～2016年的23個(gè)時(shí)間數(shù)列數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間，對(duì)外直接投資OFDI年度數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)對(duì)外直接投資公報(bào)》?；谝延醒芯?，本研究采用的實(shí)際匯率是兩國(guó)商品的實(shí)際價(jià)格。有效匯率是某種加權(quán)平均的匯率，以一國(guó)對(duì)某國(guó)的貿(mào)易在其全部對(duì)外貿(mào)易中的比重為權(quán)數(shù)，其公式如下：

本研究使用的是人民幣實(shí)際有效匯率REER，人民幣實(shí)際有效匯率REER是人民幣與貿(mào)易國(guó)貨幣雙邊名義匯率的加權(quán)平均，能更真實(shí)地反映人民幣對(duì)外價(jià)值和相對(duì)購(gòu)買力。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際清算銀行BIS公布的月度數(shù)據(jù)，采取加權(quán)平均，計(jì)算出1994～2016年人民幣實(shí)際有效匯率的年均值(表1)。

匯率波動(dòng)常表現(xiàn)為聚集波動(dòng)現(xiàn)象，在此利用廣義條件異方差GARCH(1,1)模型對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率REER的波動(dòng)值進(jìn)行測(cè)算，對(duì)REER時(shí)間序列取自然對(duì)數(shù)，然后做一階差分，得到DlnREER，檢驗(yàn)DlnREER的平穩(wěn)性、條件異方差性。在檢驗(yàn)過(guò)程發(fā)現(xiàn)變量DlnREER存在條件異方差，用GARCH(1,1)重新回歸，得到均值方程:

DlnREER=0.213876DlnREERt-1

GARCH(1,1)方程如下：

對(duì)GARCH(1,1)模型做ARCH-LM檢驗(yàn)，消除條件異方差，根據(jù)模型得到人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率的月度值，加權(quán)平均后得到1994～2016年人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)值VE(表2)。

表1 1994～2016年度人民幣實(shí)際有效匯率

注：根據(jù)BIS公布的“1994～2017 BIS Effective Exchange Rate”月度數(shù)據(jù)計(jì)算得出。

表2 1994～2016年度人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率VE值

表3 原序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

用GDP表示國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值越高，人們的收入越高，對(duì)外投資就會(huì)增加。本研究采用Eviews 7.0作為分析工具。

3 實(shí)證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)前，需要檢驗(yàn)其平穩(wěn)性。采用ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)2種方法對(duì)lnOFDI、lnREER、lnVE、lnGDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，通過(guò)2種方法都得出序列不平穩(wěn)時(shí)，認(rèn)為該時(shí)間序列不平穩(wěn)，2種方法中若有其一得出序列平穩(wěn)，則該時(shí)間序列平穩(wěn)。通過(guò)檢驗(yàn)得知，變量lnOFDI、lnREER、lnVE、lnGDP不平穩(wěn)，需要對(duì)對(duì)變量做差分處理，再次利用ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

做一階差分處理后，變量DlnOFDI、DlnREER、DlnVE、DlnGDP的P值均顯著，服從I(1)序列。變量之間可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，可以使用Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)。

3.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

如果變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，則它們之間是協(xié)整的。存在協(xié)整關(guān)系，意味著變量在某個(gè)時(shí)期受到干擾后偏離原來(lái)的長(zhǎng)期均衡點(diǎn)，但均衡機(jī)制會(huì)進(jìn)行調(diào)整使其重新趨于均衡狀態(tài)。首先，利用赤池信息準(zhǔn)則AIC和施瓦茨準(zhǔn)則SC確定Johansen協(xié)整檢驗(yàn)滯后階數(shù)p值，在增加p值的過(guò)程中，使得AIC與SC值同時(shí)最小，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 AIC與SC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)

滯后階數(shù)p為3時(shí)，AIC與SC最小，故確定滯后階數(shù)為3階。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

由表5可知，不存在協(xié)整關(guān)系、至多存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)下，跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量均大于5%臨界值，說(shuō)明拒絕了原假設(shè)：不存在協(xié)整關(guān)系和至多存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明具有2個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表5 原序列Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰檢驗(yàn)變量之間是否互為因果關(guān)系，探討變量的滯后項(xiàng)對(duì)因變量是否有影響，根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)得知原序列存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，對(duì)原序列進(jìn)行多變量格蘭杰因果檢驗(yàn)(表6)。

表6 格蘭杰因果檢驗(yàn)

由表6可知，在5%的顯著水平下，lnREER是lnOFDI的格蘭杰原因，lnOFDI不是lnREER的格蘭杰原因，lnVE不是lnOFDI的格蘭杰原因，lnOFDI不是lnVE的格蘭杰原因。由此可知，人民幣實(shí)際有效匯率是中國(guó)OFDI的格蘭杰原因，人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率不是中國(guó)OFDI的格蘭杰原因，其中可能的原因是2008年金融危機(jī)以來(lái)，人民幣匯率的波動(dòng)幅度較小，人民幣匯率更接近于固定匯率制。

3.4 帶修正項(xiàng)的VAR模型——VEC模型

基于lnOFDI、lnREER、lnVE、lnGDP4個(gè)變量的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，構(gòu)造以誤差修正項(xiàng)作為解釋變量的短期模型，建立一階誤差修正模型：

ΔYt=β1ΔXt-λ(Yt-1-α0Xt-1)+εt

ΔYt=β1ΔXt-λecmt-1+μt

在我國(guó)匯率制度改革及OFDI迅速增長(zhǎng)的背景下，短期內(nèi)匯率變化與OFDI的關(guān)系可能會(huì)出現(xiàn)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的情況。協(xié)整檢驗(yàn)研究了變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)得知變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，通過(guò)VEC模型檢驗(yàn)短期動(dòng)態(tài)變化。通過(guò)Eviews 7.0求解，分析結(jié)果如下：

ΔlnOFDIt=-1.6270ecm+0.3549ΔlnOFDIt-1-2.0462ΔlnREERt-1+0.0359ΔlnVEt-1

(-5.178) (1.780) (-1.417) (0.330)

+2.7974ΔlnGDPt-1-0.2076

(1.520) (-0.865)

誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-1.627，意味著當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以-1.627的調(diào)整力度將失衡狀態(tài)調(diào)整回均衡狀態(tài)。lnREERt-1與lnVE的T統(tǒng)計(jì)量的值均不顯著，從而lnVE、lnREER與lnOFDI對(duì)我國(guó)OFDI的短期影響并不顯著，表明長(zhǎng)期內(nèi)匯率的變動(dòng)會(huì)對(duì)我國(guó)OFDI造成影響，但是短期內(nèi)并無(wú)影響。

3.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，給定變量1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，觀察lnOFDI在不同期的表現(xiàn)，可以得出1個(gè)單位沖擊對(duì)于lnOFDI在不同時(shí)期影響效果。采用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)和匯率波動(dòng)對(duì)于OFDI的影響，分析結(jié)果分別如圖1與圖2所示。

圖1 人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)OFDI的脈沖響應(yīng)圖2 匯率波動(dòng)對(duì)OFDI的脈沖響應(yīng)

從圖1可以看出，人民幣實(shí)際有效匯率REER對(duì)于OFDI的沖擊從第1期開始，在本期給人民幣實(shí)際有效匯率1個(gè)沖擊后，對(duì)于OFDI是負(fù)響應(yīng)，即人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)于OFDI存在長(zhǎng)期負(fù)作用，且隨著時(shí)間的推移，作用越來(lái)越大，然后逐漸趨于平穩(wěn)。從圖2可以看出，人民幣匯率波動(dòng)VE的沖擊對(duì)于OFDI有著正響應(yīng)，其反應(yīng)非常緩慢，作用效果隨著時(shí)間的推移逐漸增加，但并不顯著，其原因可能是我國(guó)實(shí)行的貨幣互換政策所致。

3.6 方差分解

通過(guò)方差分解，分析人民幣匯率水平lnREER與人民幣匯率波動(dòng)率lnVE對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資OFDI方差貢獻(xiàn)度的重要性，方差分解結(jié)果如表7所示。

表7 方差分解結(jié)果

由表7可知，在20期內(nèi)，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)于OFDI的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為82.349%，人民幣匯率波動(dòng)率對(duì)于OFDI的方差貢獻(xiàn)率為2.552%，說(shuō)明人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)OFDI影響顯著，而人民幣匯率波動(dòng)率雖然對(duì)OFDI有2.552%的貢獻(xiàn)率，但影響不顯著。原因可能是隨著我國(guó)與更多的國(guó)家實(shí)行貨幣互換，我國(guó)的對(duì)外直接投資是直接交易，并沒(méi)有經(jīng)過(guò)美元這一重要的匯率互換過(guò)程。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

1)從長(zhǎng)期來(lái)看，人民幣實(shí)際有效匯率REER對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資OFDI有顯著負(fù)作用，即人民幣升值有助于中國(guó)對(duì)外直接投資的發(fā)展，主要原因可能是中國(guó)對(duì)外直接投資偏重于技術(shù)含量低的勞動(dòng)密集型企業(yè)，如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等，對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的投資偏小。

2)從短期來(lái)看，人民幣實(shí)際有效匯率REER對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資OFDI沒(méi)有作用，原因可能是我國(guó)對(duì)外直接投資沒(méi)有急于獲得收益，而是經(jīng)歷先支援后收獲的漫長(zhǎng)階段。而人民幣匯率波動(dòng)率VE無(wú)論是在長(zhǎng)期還是短期，對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資OFDI均沒(méi)有顯著作用。這一研究結(jié)果表明由于近年來(lái)人民幣存在升值趨勢(shì)，導(dǎo)致我國(guó)外匯儲(chǔ)備減少，以至于造成我國(guó)對(duì)外貿(mào)易環(huán)境的惡化，央行減少了國(guó)內(nèi)貨幣的投放量，造成國(guó)內(nèi)利率上升，由此增加我國(guó)對(duì)外直接投資企業(yè)在本國(guó)融資的成本。

3)人民幣匯率的波動(dòng)幅度對(duì)OFDI的影響較小，其原因可能是隨著我國(guó)貨幣互換過(guò)程的加快，我國(guó)對(duì)外直接投資更多是直接交易，而沒(méi)有經(jīng)過(guò)美元這一重要的匯率互換過(guò)程。

4.2 建議

1)促進(jìn)“一帶一路”沿線國(guó)家的人民幣國(guó)際化進(jìn)程。隨著“一帶一路”戰(zhàn)略的實(shí)施加快，應(yīng)該加快我國(guó)與“一帶一路”合作國(guó)家的人民幣國(guó)際化進(jìn)程或者推動(dòng)國(guó)際貨幣互換進(jìn)程，這樣能夠盡量避免我國(guó)對(duì)外直接投資中匯率波動(dòng)引起的損失。

2)建立“一帶一路”沿線國(guó)家的直接投資風(fēng)險(xiǎn)防范措施。為了避免投資中由于信息不對(duì)稱造成的投資限制，為我國(guó)企業(yè)對(duì)外投資提供便利，應(yīng)構(gòu)建對(duì)外信息服務(wù)系統(tǒng)，防止投資過(guò)程中的“扯皮”現(xiàn)象，降低對(duì)外投資的風(fēng)險(xiǎn)。

3)積極開展“一帶一路”沿線國(guó)家的自貿(mào)區(qū)建設(shè)。共建自貿(mào)區(qū)，需要我國(guó)有關(guān)部門拿出頂層設(shè)計(jì)和未來(lái)的發(fā)展規(guī)劃，促進(jìn)“一帶一路”戰(zhàn)略的發(fā)展。應(yīng)配合人民幣國(guó)際化進(jìn)程，培育我國(guó)的優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整加快出口產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)的形成。對(duì)此，政府應(yīng)當(dāng)制定合理的財(cái)政金融優(yōu)惠政策，并OFDI給予相關(guān)政策支持，來(lái)促進(jìn)我國(guó)OFDI良性健康的發(fā)展。